基于VEC模型的我國農村剩余勞動力轉移與工業化發展的關系研究

滕小芳　葛玉輝　劉喜懷

摘要：文章對1980～2011年我國農村剩余勞動力轉移和工業化發展的有關數據進行單位根檢驗，協整檢驗，驗證了二者之間存在著長期穩定的均衡關系并給出了協整方程。同時構建了向量誤差修正模型，結果表明：在長期內，我國農村剩余勞動力轉移和工業化發展互為格蘭杰因果關系；在短期內，我國農村剩余勞動力轉移和工業化發展也互為格蘭杰因果關系。

關鍵詞：向量誤差修正（VEC）；農村剩余勞動力；工業化；Granger因果關系

農村剩余勞動力是指在特定農業資源和農業生產技術水平條件下，農村勞動力中無法實現與勞動條件有效結合的那部分勞動力。在中國，農村剩余勞動力主要是指那些不能獲得足以糊口的收益以及無法創造剩余產品的過剩勞動力。農村剩余勞動力轉移是指農村剩余勞動力從土地上分離出來，向非農業勞動力轉化的勞動力資源再配置過程。農村剩余勞動力轉移曾是西方發達國家在實現工業化進程中面臨的重大問題，是我國實現經濟增長又好又快發展必須面對的重大課題，也是解決我國“三農”問題的重要途徑。目前國內外對農村剩余勞動力轉移的研究大多是理論的定性研究，例如：劉易斯提出的“二元結構論”認為：工業部門只需付給農村剩余勞動力比傳統農業生產部門略高的工資，就可以獲得無限供給的勞動力，用獲得的超額利潤以期創造新的資本擴張。唐納得·博格等人提出的“推力——拉力”理論認為：農村剩余勞動力向城市轉移是由于農村消極因素，如較低的勞動邊際產值、勞動報酬等；而遷移的目的地有種種積極因素，如較高的收入預期、較多的工作崗位等。國內的學者大多是研究我國農村剩余勞動力轉移的現狀、影響因素、問題以及對策方面的定性研究，只有較少學者進行定量研究。本文對1980～2011年我國農村剩余勞動力轉移和工業化發展進行實證研究，在驗證二者之間存在協整關系并給出協整方程后，直接建立向量誤差修正（Vector Error Correction ，VEC）模型，通過VEC模型對農村剩余勞動力轉移和工業化發展之間的關系進行研究，這樣能更全面、更系統地研究二者之間長期和短期的格蘭杰因果關系。這與國內外多數學者先驗證變量之間存在協整關系后再運用Granger因果關系檢驗變量之間是否存在相互因果關系有所不同。

一、計量模型與數據說明

（一）計量模型

1. 單位根檢驗（ADF檢驗）

單位根檢驗主要是對時間序列進行平穩性檢驗，其實質是檢驗自回歸模型中滯后變量的顯著性，常用DF檢驗和ADF檢驗，DF檢驗只適用于一階自回歸模型，因此，常用ADF方法來檢驗時間序列的平穩性[3]。ADF檢驗的模型如下。

模型1：Δxt=δxt-1+βiΔxt-i+εt

模型2：Δxt==c+δxt-1+βiΔxt-i+εt

模型3：Δxt==c+βt+δxt-1+βiΔxt-i+εt

檢驗時從模型3開始，然后模型2，再模型1，直到檢驗到拒絕零假設。如三個模型都不能拒絕零假設，說明時間序列是非平穩的，可進一步檢驗時間序列的差分形式的平穩性。若一個時間序列經過n次差分后成為平穩序列，則原序列為n階單整序列。

2. 協整檢驗

協整檢驗主要有Johansen協整檢驗和E-G檢驗。Johansen提出的協整似然比檢驗主要包括跡檢驗法和最大特征值檢驗法。Engle 和Granger在1987年提出兩步檢驗法，即E-G檢驗。首先，采用OLS法建立回歸模型：yt=α+βxt+εt，琢贊和茁贊表示回歸系數的估計值，則模型殘差估計值為著贊=yt-琢贊-茁贊xt，然后，對著贊進行平穩性檢驗，若著贊：I（0），即著贊本身是平穩性時間序列，ADF檢驗的結果不存在單位根，則xt和yt具有協整關系。

3. 向量誤差修正（VEC）模型

向量誤差修正模型是對各變量施加了協整約束條件的向量自回歸模型（Vector auto-regression ，VAR），只能對有協整關系的序列建立模型。在向量誤差修正模型中包含有協整關系，用協整組合的均衡誤差對模型進行修正，是一個結構化的多方程模型，能夠反映變量之間的動態變化。例如，有兩個序列變量x和y，可以建立如下的向量誤差修正模型。

Δyt=c+αiΔxt-i+βiΔyt-i+λECM+εt（1）

Δxt=c+αiΔyt-i+βiΔxt-i+λECM+εt（2）

其中Δ表示差分，ECM表示長期的均衡誤差。

在（1）式中，若αi顯著不等于0，則在短期內解釋變量x是被解釋變量y的格蘭杰原因；若αi顯著等于0，則在短期內x不是y的格蘭杰原因。若λ顯著不等于0，則在長期內x是y的格蘭杰原因；若λ顯著等于0，則在長期內x不是y的格蘭杰原因。同樣，在（2）式中可以判斷解釋變量y是否是被解釋變量x的長期和短期格蘭杰原因。

（二）數據說明

農村剩余勞動力轉移指標，以我國農村勞動力在外鄉務工的人數為指標，用NZY表示；工業化發展指標，以我國每年的工業化產值為指標，用GYH表示。選取1980～2011年的有關數據作為樣本進行實證研究， 所用數據均來自《中國統計年鑒》和中國統計公報。為了消除異方差的影響，對和取自然對數， 分別記為和。

二、實證研究

（一）單位根檢驗

本文采用ADF檢驗對我國1980～2011年和的平穩性進行單位根檢驗，結果見表1。

表1表明，和兩個序列的ADF值分別為-2.556和-0.807，均大于顯著水平為5%的臨界值，說明和均為非平穩時間序列；但一階差分后兩個時間序列的ADF值分別為-6.557和-4.821，均小于顯著水平是1%的臨界值，說明和為同階單整序列，因此，兩者之間可能存在協整關系。

（二）協整檢驗

1. Johansen協整檢驗

由單位根檢驗可知，和都是序列，滿足協整檢驗的條件。Johansen協整檢驗見表2。

由表2很明顯可以看出：無論是跡檢驗法還是最大特征值檢驗法都說明和之間在5%的顯著水平下存在著一個協整方程。

2.協整方程

由Johansen協整檢驗可知，和之間存在著協整方程，通過E-G兩步法對二者進行協整檢驗最終的協整方程為：

很明顯，協整方程的R2檢驗值很接近于1，說明建立的協整方程擬合度非常高，方程顯著有效；協整方程通過拉格朗日乘數檢驗，LM統計量都很小，說明模型中不存在自相關性。因此，LNZY和LFYH之間存在著長期的穩定的均衡關系。

（三）向量誤差修正（VEC）模型

通過對LNZY和LGYH的協整分析可知，二者之間具有長期穩定的均衡關系。但短期內兩者可能出現失衡，可以通過建立VEC模型很好地把農村剩余勞動力轉移和工業化發展的長期均衡和短期波動聯系起來。根據AIC原則，LNZY和LGYH的最佳滯后都是2，所以在建立VEC模型時取滯后項為2。包含有協整關系的VEC模型估計見表3和表4。

所以，我國農村剩余勞動力轉移和工業化發展可以建立如下的VEC模型：

由表3可以看出，在長期內，ΔLNZY做為因變量時，均衡誤差系數的t檢驗值為-2.31167，系數顯著不為零，因此，長期內工業化是農村剩余勞動力轉移的格蘭杰原因；ΔLGYH做為因變量時，t檢驗值為2.43684，系數顯著不為零，因此，長期內農村剩余勞動力轉移是工業化的格蘭杰原因。在短期內，ΔLNZY做為因變量時，D（LGYH（-1））的系數檢驗值為1.69165，系數顯著不為零，因此，短期內工業化是農村剩余勞動力轉移的格蘭杰原因；ΔLGYH做為因變量時，D（LNZY（-1））的系數t檢驗值分別為1.95941，系數顯著不為零，因此，短期內農村剩余勞動力轉移也是工業化的格蘭杰原因。

（四）脈沖響應函數

因為VEC模型是具有協整約束條件的VAR模型，所以可以通過脈沖響應函數了解農村剩余勞動力轉移與工業化發展之間的動態特征。

由圖1可知，工業化發展對農村剩余勞動力轉移的一個標準差信息一直都有正的響應，且比較平穩，說明農村剩余勞動力轉移有利于工業化的發展。農村剩余勞動力轉移對工業化發展的一個標準差新息第一期沒有的響應，但是，從第2期開始，工業化發展對農村剩余勞動力轉移一直存在形成正的影響，且第5期以后趨于平穩，說明工業化的發展有利于農村剩余勞動力轉移。這與前面通過VEC模型分析的結果是一致的。

三、結論與啟示

通過單位根檢驗、協整檢驗、向量誤差修正模型等計量方法，對我國1980-2011年間農村剩余勞動力轉移和工業化發展之間的關系進行了研究， 結論如下： 一是通過單位根和協整檢驗可知，雖然LNZY和LGYH不是平穩序列，但二者為同階單整序列，并且具有長期穩定的均衡關系。二是通過VEC模型可知，在長期內，農村剩余勞動力轉移和工業化發展互為格蘭杰因果關系，表明在長期內，工業化的發展可以拉動農村剩余勞動力的轉移，農村剩余勞動力轉移反過來有助于工業化的發展。因此，在長期內，農村剩余勞動力轉移和工業化發展互為依賴性。三是在短期內，農村剩余勞動力轉移和工業化發展也互為格蘭杰因果關系，二者在短期內也具有相互的依賴性。

基于文章對我國農村剩余勞動力轉移和工業化發展的實證檢驗，同時結合我國農村剩余勞動力轉移和工業化發展的現狀，可以得出以下啟示：一是我國要大力推進工業化進程，拉動農村剩余勞動力轉移。工業相對于農業來說具有較高的邊際報酬，較高的勞動邊際產值，較高的收入預期，較多的工作崗位等特點。因此，我國要加快工業化發展，加快農業產業化經營，促進農業產業結構優化，對農產品進行深加工，大力發展鄉鎮企業和縣域經濟，以便吸收更多的農村剩余勞動力，更好地解決“三農”問題，促進社會的和諧發展。二是各級政府要采取有效措施，促進農村剩余勞動力轉移，從而推動我國工業化發展。農村剩余勞動力的轉移有利于解決我國農村人多地少的矛盾，有利于農村人力資本的有效配置，有利于農民兄弟的增收，有利于和諧社會和社會主義新農村的建設，有利于產業結構以及我國城鄉“二元”經濟結構的調整，更有利于我國工業化又好又快的發展。

參考文獻：

[1]程名望，阮青松.資本投入、耕地保護、技術進步與農村剩余勞動力轉移[J].中國人口·資源與環境，2010（08）.

[2]高雙.農村剩余勞動力轉移空間區域差異研究[J].商業時代，2010（26）.

[3]林清泉.計量經濟學[M].北京：中國人民大學出版社，2009.

[4]白海琦，劉義臣，孫飛.新農村建設背景下農村剩余勞動力轉移研究[J].經濟與管理，2012（06）.

[5]李小勝.時間序列建模過程應注意的幾個問題[J].統計與決策，2003（06）.

（作者單位：上海理工大學）